财政纵向失衡、转移支付与基本公共服务供给.pdf

郭威李泽浩0 3 5 现代经济探讨-2 0 2 4-0 1-财政金融财政纵向失衡、转移支付与基本公共服务供给内容提要：面临地方财政纵向失衡的现实与人民日益增长的美好生活需要,加快构建财力协调的央地财政关系与转移支付制度将有利于促进基本公共服务。文章立足于中国财政分权体制,在理论上对财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给的作用机制进行了系统阐述,并构建面板联立方程模型与面板门槛模型,实证考察了财政纵向失衡对基本公共服务供给的影响效应。研究发现:财政纵向失衡对基本公共服务供给存在负向直接影响,但能通过转移支付对基本公共服务供给产生间接正向促进作用,两者的总效应为负;财政纵向失衡对基本公共服务供给的影响在不同政府竞争强度及不同财力水平下呈现出显著差异性;财政纵向失衡对基本公共服务供给的影响存在门槛效应。研究结论为深入推进财政体制改革、改变地方政府为增长而竞争的发展困境以及促进社会基本公共品提供了新的经验证据。关 键 词：财政纵向失衡 转移支付 基本公共服务供给中图分类号：F 8 1 2.2 文献标识码：A 文章编号：1 0 0 9-2 3 8 2(2 0 2 4)0 1-0 0 3 5-1 3一、引言增进民生福祉、提高社会基本公共服务水平,从而更好地推动共享发展,既是发展的根本目的,也是坚持以人民为中心发展思想的根本遵循。但与发达国家相较而言,中国社会发展滞后于经济发展。博鳌论坛研究院发布的亚洲竞争力2 0 1 9年度报告显示,在参评的3 7个经济体中,中国在整体经济活力指数上排名第1位,而社会发展水平则排名第1 0位,与排名前两位的日本和韩国仍存在较大差距。造成这一现象的主要原因在于基本公共服务的不足(宫攀和杨宇,2 0 2 3),中国目前公共服务供给仍存在“重财力、轻服务、轻效益”的不均衡问题(苏春红和李真,2 0 2 3)。为解决中国基本公共服务供给不足的问题,“十四五”规划中明确提出要“加快补齐基本公共服务短板”,为提供基本公共服务在中长期的发展目标奠定了基调。2 0 2 2年中央经济工作会议进一步提出,“要强化基本公共服务,兜牢基本民生底线”,点明了中国在短期内增强基本公共服务的策略与要求。可以看出,无论是中长期还是短期,保障和改善基本公共服务都是中央和地方工作的重点。依据公共产品的性质和中国的现实情况来看,基本公共品的主要供给方是地方政府。因此,导致中国社会基本公共服务短缺的主要原因在于地方对其重视度不足。目前,学术界关于基本公共服务不足的主流解释是财政纵向失衡理论,该解释将公共品不足的原因归因为地方自有财力的不足。在财政纵向失衡体制下,地方收入权力过小而支出责任过多,从而导致地方在提供公共品时“捉襟见肘”(辛冲冲,2 0 2 2;张嘉紫煜等,2 0 2 2)。然而,上述解释存在着一个关键问题,即忽视了转移支付对地方政府行为可能存在的矫正作用。实际上,在财政分权体制下,转移支付作为一项关键的制度安排,不仅有助于促进地方事权与财权的协调,同时也是中央政府激励地方政府行为的重要工具,极大影响着地方公共服务供给。理论上,转移支付在量上的合理配置可以有效缓解地方财政压力,在结构上的合理安排能够抑制地方政府对生产建设类项目的支出偏向,从而有利于基本公共服务供给。但从现实运行机制来看,在地方政府平衡预算约束下的纵向财政体制以及同级政府间激烈横向竞争的现实约束下,0 3 6 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH转移支付也会在一定程度上扭曲地方政府的收支行为,使得政府支出结构存在更加偏向经济性支出的倾向,从而偏离转移支付旨在提高地方基本公共服务的政策目标。因此,本文将财政纵向失衡、转移支付与基本公共服务供给纳入同一研究框架,深入探讨三者之间的影响效应与作用机制。本文以期通过对上述问题的研究,为新时代中国财政体制改革,提升地方政府提供基本公共服务的能力和水平提供理论依据和经验证据。二、文献综述财政纵向失衡这一典型现实,是分权制国家的共有现象。但不同于西方财政联邦制国家在经济和政治上同步推进分权,中国在经济上单项分权体制下收入分权长期滞后于支出分权,导致了更加严重的纵向失衡问题(储德银等,2 0 1 7),引发了大量学者对此类话题的关注。地方财政收支状况是决定基本公共服务最主要的硬性约束,关于财政纵向失衡与基本公共服务之间关系的研究,可追溯至财政分权与公共品理论。T i e b o u t(1 9 5 6)首次引出了政府财政对公共品的影响,针对地方政府在公众开支方面的竞争行为提出了“用脚投票”理论,认为在保证劳动力自由流动的前提下,地方政府为避免生产要素及税源的流失会努力提高提供公共品的效益和质量。随后产生的第一代财政分权理论认为地方政府对辖区内居民关于公共品的需求和偏好具有明显的信息优势,地方政府在税基扩大的目标下有提供公共品的激励,从而能够更有效益地提供公共品。然而依据多数分权制国家的现实实践,中央政府囿于调控宏观经济以及政治管理等目的,将支出责任下放至下级政府、财权收归中央是普遍的做法,使得地方政府财政收入难以维持其支出责任,财政纵向失衡现象由此产生(M a s s i m o等,2 0 1 5)。第二代财政分权理论继承了第一代分权理论的指导原则,在理论分析框架上有所创新,将地方政府假设为谋求自身利益最大化的理性人,认为地方政府出于自身利益考虑会导致其在提供公共品上缺乏激励和效益。从中国的现实看,在地方创绩增收以及官员政绩晋升的双重激励下,地方政府“唯G D P论英雄”,往往会追逐短期经济效益,偏好于扩大生产性支出而压缩医疗、教育及社会保障等非生产性支出,不利于基本公共服务供给。有研究表明,晋升激励机制的扭曲以及政府间财权事权责任划分模糊是阻碍公共品的主要因素(黄新华和何冰清,2 0 2 0)。综上,现有文献对财政分权与公共品间关系的研究已经比较成熟,但对于财政纵向失衡对基本公共品的影响效应却少有关注。仅有的几篇文献主要从财政纵向失衡的角度解释了中国基本公共服务供给不足的成因,认为中国地方政府财权与事权不匹配的现实困境是导致基本公共服务短缺的原因(李兴文等,2 0 2 1),普遍忽视了转移支付这一重要因素。在地方财政纵向失衡问题日趋严重的背景下,转移支付无疑是弥补基层政府财政收支缺口,提升地方基本公共服务供给的重要制度安排。但关于转移支付是否能够增进基本公共服务供给,学界尚未达成一致看法。缪小林和张蓉(2 0 2 2)认为,转移支付需要迈向提升人民群众获得感的制度化治理,对于推进各地基本公共服务供给能力均等化至关重要。由于地区间发展水平与财政收支状况差异显著,上级政府往往无法准确判断各个地区缺乏公共品的具体原因。如果以发达地区提供公共品水平的标准来同步要求欠发达地区,显然会造成欠发达地区的财政危机,此时利用转移支付制度来消除标杆偏误就十分关键(A l l e r s,2 0 1 2)。刘晓明和康慧芳(2 0 2 2)得出了类似的结论,认为转移支付是平衡县级政府财力的重要政策工具,对提升公共服务水平具有十分重要的作用。王瑞民和陶然(2 0 1 7)以及梁红梅等(2 0 2 2)的研究也验证了转移支付的确对地方公共品供给存在正向作用。然而,除了转移支付制度本身具有的政策目标,分税制和地方政府竞争机制也是中国转移支付制度在运行中所受制的重要因素(李涛和周业安,2 0 0 9)。在这样的环境下,转移支付制度可能不会改善地方政府对公共服务的偏好程度,反而会进一步提升政府在生产建设等经济类支出上的财政支出偏向(尹恒和朱虹,2 0 1 1)。在激烈的横向政府间竞争下,转移支付资金必然会对地方支出竞争策略选择产生影响,而在邻近辖区追逐经济绩效将转移支付资金用于扩大生产建设支出时,地方政府会倾向于增加生产建设支出,转移支付资金在地方政府高度的财政自裁权下会被0 3 7 现代经济探讨-2 0 2 4-0 1-财政金融大量投入生产性项目(贾俊雪和梁煊,2 0 2 0)。此外,下年转移支付的不确定性也会导致地方经济的不稳定,从而降低地方政府的期望效用,因此本年增加生产性支出是缓解地方财政收入波动的有效选择(刘贯春和周伟,2 0 1 9)。综上可知,财政纵向失衡以及转移支付制度都是影响地方基本公共服务的重要因素。但遗憾的是,现有讨论财政纵向失衡对基本公共服务影响的相关文献中,都普遍忽视了转移支付这一中介变量的作用。仅有少量文献将转移支付纳入了研究框架,但其研究囿于省级数据,无法更为细致全面地考查三者之间的关系。相较于以往研究,本文可能存在的边际贡献在于:一是在研究视角上,本文将财政纵向失衡、转移支付与基本公共服务供给三者纳入同一理论框架,并基于财政分权及地方政府竞争的视角来分析地方在提供基本公共品上所受的激励与约束,在理论层面系统诠释了三者之间的作用机制。二是在研究样本上,由于地级市转移支付数据难以获得,以往文献多是基于省级数据对财政纵向失衡问题进行分析。本文通过手动整理地级市转移支付数据,在大样本下更为深入地研究了财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给的影响效应。三是在研究方法上,本文建立了综合评估基本公共服务供给水平的指标体系,并建立面板门槛模型考察了财政纵向失衡对基本公共服务供给的非线性效应。研究结论为深入财政体制改革、提升社会基本公共品供给提供了新的经验证据。三、作用机制与研究假设1.财政纵向失衡对基本公共服务供给的作用机制一方面,适度的财政纵向失衡能够有效激励地方政府提供基本公共品的效率。在财政纵向失衡的实际制约下,地方在财政收支方面存在一定缺口。在这种情况下,地方政府被迫在有限的财政预算约束下运作,因此其会更加注重确保财政资金的有效运用。通过有效安排公共品供给在结构上的支出优化配置,有助于提升其提供基本公共服务的效率。此外,在有效的财政体制设计下,地方政府能够依据辖区内居民的实际需求,以有限的资金在财政支出结构和规模上合理安 排 以 实 现 居 民 所 偏 爱 的 公 共 品 供 给 组 合(G r i s o r i o和P r o t a,2 0 1 5)。另一方面,过度的财政纵向失衡将进一步扭曲地方支出结构偏向,不利于基本公共服务供给水平提升。由于地方政府财政缺口将随着财政纵向失衡程度的加深而不断增大,发展经济以扩大税基成为地方政府弥补财政缺口的有效选择。因此,地方政府在公共开支上会首先考虑满足辖区内企业的各项需求,增加基础建设类的公共开支,相对忽视辖区居民所需的基本公共服务需求。与此同时,地方政府间激烈的竞争也将迫使地方政府在支出结构上做出选择。在有限财政资金的硬约束下,将资金投入到能够短期带来效益的经济项目以及生产类支出上,以追求在“经济锦标赛”中占据优势地位是地方政府的理性选择。据此,本文提出研究假设:假设1:财政纵向失衡能够直接作用于基本公共服务供给,即存在“财政纵向失衡基本公共服务供给”的直接传导效应,且此效应因地方财政纵向失衡程度不同存在差异性。2.转移支付对基本公共服务供给的作用机制作为中央调节地方政府间财政关系、平衡区域间财政收入差异的重要政策工具,转移支付能够通过影响地方政府收支行为作用于基本公共服务。由于转移支付为地方政府提供了额外的财政资源,增强了其资金供给能力,使得地方得以加大对基本公共服务领域的投入。同时,中央在分配地方转移支付资金时,通常会考虑地区的经济发展水平与资源禀赋等因素,通过针对性措施将资金向发展滞后地区倾斜,能够缩减地区发展差距,从而扩展基础公共服务的涵盖范围并促进其品质提升。但转移支付究竟能否改善地方基本公共服务,或者能多大限度地增加基本公共服务,取决于地方政府所受的激励程度(马光荣等,2 0 1 6)。由于地方政府官员存在任期制,在“任期弹性,随时迁调”的模式下,地方政府、中央政府及辖区内居民三者的利益并不总是一致,使得地方政府往往在获得转移支付后“选择性使用”(吉富星和鲍曙光,2 0 1 9)。因此,当地方政府获得转移支付后,在巨大的收支压力以及邻近辖区赶超式竞争下,所获的转移支付可能更多用于能够带来短 0 3 8 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH期经济效益的项目。此外,地方可能会主动依赖转移支付的兜底作用,这会削弱地方的财政自负盈亏意识,从而影响地方提供基本公共服务的可持续性。据此,本文提出研究假设:假设2:转移支付能够直接作用于基本公共服务供给,即存在“转移支付基本公共服务供给”的直接传导效应,但同时存在着正向促进和负向抑制两种影响效应。3.财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务的作用机制在政治集权而财政分权体制下,地方政府形成的财政纵向失衡是中国财政体制中的一个既定事实,从而导致了地方基本公共品的不足。但地方政府的收支缺口并非无法解决,合理的转移支付制度不仅能平衡地区之间的财政资源分配,还能通过缓解地方财政压力间接作用于基本公共服务。由此,财政纵向失衡借助转移支付能够间接对基本公共服务供给产生正向效应。一方面,财政纵向失衡使地方能够通过转移支付机制得到中央政府的财政支持,从而缓解地方财政压力。由此,地方政府得以调动资金,进一步改善和拓展基本公共服务,提供在教育、医疗、社会福利等领域的相关产品,从而促进社会公共福祉的提升。另一方面,转移支付作为财政纵向失衡的调节工具,可助力缩小地区间经济发展差距,降低区域社会不平等现象。中央政府会依据地方财政纵向失衡程度的不同制定差异性转移支付政策,通过转移支付向欠发达地区的倾斜,这些地方政府能够获得更多资源来改善基本公共服务,从而提高基本公共服务的覆盖面和质量水平。因此,财政纵向失衡所引发的转移支付机制作为中介变量,实现了从中央到地方的资源再分配,为基本公共服务供给的优化和提升创造了有利条件。综上所述,本文提出研究假设:假设3:财政纵向失衡通过影响转移支付间接作用于基本公共服务供给,即存在“财政纵向失衡转移支付基本公共服务供给”的间接传导效应。四、研究设计、变量定义与统计特征1.研究设计(1)面板联立方程模型的设定。依据前文的理论分析,本文认为财政纵向失衡及转移支付不仅直接影响地方基本公共服务,财政纵向失衡还能通过转移支付这一中介变量间接作用于基本公共服务供给。囿于此,依据单方程对其回归分析在很大程度上会忽略模型中存在的内生性问题,因此本文借鉴M o b a r a k(2 0 0 5)的研究,设立式(1)联立方程组,通过构建面板联立方程模型对三者之间的多重作用机制与传导效应进行实证考察。s e r v ei t=C0+1v f ii t+2t r a n s f e ri t+3X i t+i+i+1tt r a n s f e ri t=C1+1v f ii t+2Z i t+i+i+2t(1)面板联立方程模型(1)包括基本公共服务供给方程及转移支付方程,基本公共服务供给方程主要验证财政纵向失衡和转移支付对基本公共服务供给的影响,而转移支付方程主要分析财政纵向失衡对转移支付的影响。其中,基本公共服务供给(s e r v e)、财政纵向失衡(v f i)以及转移支付(t r a n s f e r)是本文所要关注的核心变量。X i t和Z i t分别表示基本公共服务供给方程和转移支付方程的控制变量。在基本公共服务供给方程中,控制变量包括产业结构(i n d)、人口数量水平(l n p o p)、政府竞争强度(c o m p e t e)以及经济发展水平(l n p g d p);在转移支付方程中,控制变量包括经济发展水平(l n p g d p)、财政收支缺口(g a p)、投资水平(f i x)以及工资水平(l n w a g e)。i和i表示两方程的城市固定效应及时间固定效应。1t和2t为两方程各自的随机扰动项。采用联立方程进行参数估计之前,首先需分析模型的识别问题。面板联立方程模型(1)中的内生变量为基本公共服务供给(s e r v e)和转移支付(t r a n s f e r),外生变量为财政纵向失衡(v f i)及一系列控制变量。由于基本公共服务供给方程中存在3个并不出现在转移支付方程中的外生解释变量。因此,基本公共服务供给方程可识别。同样地,转移支付方程中也存在3个并不出现在基本公共服务供给方程中的外生解释变量。因此,转移支付方程可识别。同时鉴于联立方程模型可能存在内生性问题带来的估计偏误,传统的O L S估计或2 S L S不能满足联立方程组可识别性和各方程扰动项不相关的基本假设(刘明慧和章润0 3 9 现代经济探讨-2 0 2 4-0 1-财政金融兰,2 0 2 1),本文采用三阶段最小二乘法对式(1)进行回归估计。(2)面板门槛模型的设定。基于前文的机制探讨,本文认为财政纵向失衡对基本公共服务供给存在非线性影响。因此,本文借鉴H a n s e n(1 9 9 9)的研究,建立式(2)的面板门槛回归模型。s e r v eit=0+1v f iitI(v f iit1)+2v f iitI(1n)+jc o n t r o li t+i+i+i t(2)其中,I()为指示函数,为门槛值,i和i表示城市固定效应及时间固定效应。2.变量定义(1)被解释变量。基本公共服务供给(s e r v e)。基本公共服务供给水平主要涉及服务的普及程度和可达性。鉴于基本公共服务划分目前在理论界和财政界并无明确的标准,为了能够全面刻画地方基本公共服务供给水平,本文按照以下原则选取指标:一是考虑地方政府提供基本公共服务的覆盖性,指标涉及各类公共服务的普及水平;二是聚焦地方基础设施建设水平,确保基本公共服务供给的可达性;三是兼顾基本公共服务供给的全面性,指标既要能够充分体现当地的基本公共服务供给水平,也要体现当地人民生活水平。按照以上原则,本文依据中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2 0 3 5年远景目标纲要关于“提高基本公共服务均等化水平”的论述,并参照詹新宇和王蓉蓉(2 0 2 2)的研究,从教育、交通、文化、医疗和环境共5个维度1 5个指标(具体指标如表1所示),并借鉴巫景飞等(2 0 2 3)的评价方法,采取熵值法确定各个指标的权重并加以合成。具体计算步骤为:首先构造各指标原始数据矩阵,筛选出正向指标和负向指标,然后计算各指标的熵值和差异性系数,接着计算出各指标的权重,最后依据处理过的各指标数据与相应权重计算出基本公共服务供给水平。(2)核心解释变量。财政纵向失衡(v f i)。财政纵向失衡是分权制国家存在的典型事实,鉴于中国经济分权滞后于政治分权,在单一经济分权制下财权和事权有着显著的非对称特征。因此,本文参考E y r a u d表1 基本公共服务供给指标体系一级指标二级指标指标属性权重教育(0.1 3 8)万人小学专任教师数(人)+0.0 8 5万人普通中学专任教师数(人)+0.0 2 8万人普通高等学校专任教师数(人)+0.0 2 5交通(0.0 9 1)公路客运量(万人)+0.0 5 7水运客运量(万人)+0.0 1 8铁路旅客运量(万人)+0.0 1 6文化(0.3 3 1)万人公共图书馆藏书(册、件)+0.0 8 2万人体育场馆数(个)+0.1 6 4万人剧场、影剧院数(个)+0.0 8 5医疗(0.2 7 1)万人卫生机构数+0.0 8 0万人医生数(执业医师+执业助理医师)+0.0 5 3万人医院、卫生院床位数(张)+0.1 3 8环境(0.1 6 9)一般工业固体废物综合利用率(百分比)+0.0 5 2生活垃圾无害化处理率(百分比)+0.0 0 8生活污水处理率(百分比)+0.1 0 9和L u s i n y a n(2 0 1 3)以及储德银和费冒盛(2 0 2 1)的研究,从财政支出分权和收入分权两方面角度对中国各城市财政纵向失衡程度进行测算。具体测算公式为:v f i=1-财政收入分权财政支出分权(1-地方政府财政自给缺口率)(3)转移支付(t r a n s f e r)。转移支付不仅会直接影响基本公共服务供给,其在财政纵向失衡对基本公共服务供给的影响中,也起着关键中介变量的作用。因此,本文引入转移支付变量作为核心解释变量。参考汪冲(2 0 1 5)等的研究,采用人均转移支付与人均预算收入之比来表示各城市受到的转移支付力度。(3)其他控制变量。为提高研究精度与准确性,同时避免遗漏变量,本文还引入以下控制变量:产业结构(i n d)。采用各城市第三产业增加值在G D P中的比重来衡量。人口数量水平(p o p)。采用各城市年末单 位 从 业 人 员 数 量 来 衡 量。政 府 竞 争 强 度(c o m p e t e)。选用通过各城市当年人民币对美元的年 0 4 0 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH均汇率换算得到的外商直接投资总额占G D P的比重来衡 量 地 方 政 府 竞 争 的 强 度。经 济 发 展 水 平(p g d p)。采用各城市人均G D P来衡量。财政收支缺口率(g a p)。通过各城市人均一般预算内收入与支出差额和人均一般预算内支出之比计算而得。投资水平(f i x)。采用各城市固定资产投资总额与G D P之比来衡量。工资水平(w a g e)。采用各城市在岗职工平均工资来衡量。3.数据来源及统计特征中国2 0 0 7年实施了财政收支科目分类改革,对财政科目进行了重新分类和编码,考虑到改革前后的样本数据测算存在一定误差,同时鉴于地级市转移支付数据的可得性,本文采用2 0 0 7-2 0 1 9年中国2 6 7个地级市面板数据。各变量数据来源于中国城市统计年鉴、中国城市建设年鉴、C E I C数据库、W I N D数据库以及各地市统计年鉴。为避免异方差性造成估计结果的偏差,本文在计算过程中对转移支付(t r a n s f e r)、人 口数量水平(p o p)、经 济发展 水 平(p g d p)以及工资水平(w a g e)变量进行取对数处理,各变量描述性统计如下表2所示。表2 各变量统计特征变量名样本数平均值标准差最小值最大值基本公共服务(s e r v e)2 7 5 80.0 6 7 40.0 3 9 60.0 0 0 80.3 3 4 3财政纵向失衡(v f i)2 7 5 80.3 8 5 70.4 6 8 0-3.7 4 0 32.2 2 2 7转移支付(t r a n s f e r)2 7 5 81.1 5 8 11.4 4 3 7-2.7 8 2 07.4 8 6 7产业结构(i n d)2 7 5 80.4 7 6 00.1 1 1 50.1 0 6 00.9 1 0 0人口数量水平(p o p)2 7 5 83.4 3 6 20.7 4 5 01.3 7 3 76.4 7 5 9政府竞争(c o m p e t e)2 7 5 80.6 7 9 00.8 5 0 80.0 0 0 71 0.5 4 7 5经济发展水平(p g d p)2 7 5 81 0.4 2 5 10.6 7 8 24.5 9 5 11 2.5 7 9 3财政收支缺口(g a p)2 7 5 8-0.4 6 5 90.2 4 4 3-0.9 7 7 21.6 6 5 1投资水平(f i x)2 7 5 80.7 2 3 00.2 8 1 80.0 3 0 32.1 9 6 9工资水平(w a g e)2 7 5 81 0.6 2 8 00.4 5 0 59.1 6 1 41 1.7 7 2 3五、财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给影响效应的实证分析1.基准回归结果分析表3展示了式(1)方程的估计结果及标准化回归结果。依据表3的回归结果,首先,财政纵向失衡与基本公共服务供给显著负相关,即存在“财政纵向失衡基本公共服务”的直接作用渠道。这是由于中国的财政纵向失衡整体水平已经偏高,财政适度失衡所能带来的正向促进效应已经消散(储德银和费冒盛,2 0 2 1)。过高的财政纵向失衡导致地方政府支出缺口压力过大,从而缺乏足够的资金协调经济建设支出与基本公共开支,从而阻碍了基本公共服务供给的增加。其次,转移支付与基本公共服务供给显著正相关,即存在“转移支付基本公共服务”的直接作用渠道。这说明转移支付作为一种直接的经济支持手段,能够增强地方政府的财政能力,使其有能力提供更多的基本公共服务。与此同时,转移支付有助于减轻欠发达地区的财政负担,提升基本公共服务的覆盖范围,从而有助于增加基本公共服务供给。最后,财政纵向失衡对转移支付有正向显著影响,即存在“财政纵向失衡转移支付基本公共服务”的间接作用机制。这表明地方财政纵向失衡的情况虽然不利于基本服务供给的提升,但地方财政紧缩也导致转移支付的增加,从而间接有助于地方提供基本公共服务。在财政资源的分布格局中,当地区或层级因面临财政困境而难以维持基本公共服务的适当水平时,转移支付通过一种间接传导机制为其提供资金支持,从而有助于提升基本公共服务的供应质量和广度。0 4 1 现代经济探讨-2 0 2 4-0 1-财政金融表3 财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给影响的回归结果变量基准回归标准化回归基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)财政纵向失衡(v f i)-0.0 1 8 3*(0.0 0 6 1)1.3 0 8 1*(0.0 9 5 3)-0.2 1 6 2*(0.0 7 1 5)0.4 2 4 0*(0.0 3 0 9)转移支付(t r a n s f e r)0.0 1 3 0*(0.0 0 5 6)0.4 7 2 1*(0.2 0 2 5)产业结构(i n d)0.0 3 7 5*(0.0 1 3 1)0.1 0 5 6*(0.0 3 6 7)人口数量水平(p o p)-0.0 1 2 1*(0.0 0 2 1)-0.2 3 6 7*(0.0 3 9 3)政府竞争强度(c o m p e t e)-0.0 0 0 1(0.0 0 1 0)-0.0 0 3 3(0.0 2 1 5)经济发展水平(p g d p)0.0 1 0 3*(0.0 0 5 4)-0.5 0 9 2*(0.0 8 0 5)0.1 7 5 6*(0.0 9 1 8)-0.2 3 9 2*(0.0 3 7 8)财政收支缺口(g a p)0.6 7 9 6*(0.1 6 4 2)0.1 1 5 1*(0.0 2 7 8)投资水平(f i x)0.0 1 6 8(0.0 6 5 8)0.0 0 3 3(0.0 1 2 8)工资水平(w a g e)-0.7 4 0 8*(0.1 4 3 1)-0.2 3 1 2*(0.0 4 4 7)常数项-0.0 2 3 7(0.0 5 4 9)1 4.4 6 8 2*(1.3 9 6 1)-0.7 5 3 8*(0.1 8 1 0)-0.4 7 0 9*(0.1 4 2 7)地区效应Y e sY e sY e sY e s时间效应Y e sY e sY e sY e sR20.6 9 3 80.8 4 3 30.6 9 3 80.8 4 3 3样本量N2 7 5 82 7 5 82 7 5 82 7 5 8 注:*、*、*分别表示在1%、5%和1 0%的统计水平上显著;括号内为标准误。下同。2.作用渠道检验与效应大小比较依据表3标准化估计结果,本文通过计算得到财政纵向失衡、转移支付对基本公共服务供给的直接效应、间接效应与总效应,结果如表4所示。依据表4的测算结果,首先,财政纵向失衡程度的提升显著抑制了基本公共服务供给提升,这一直接效应的大小为-0.2 1 6 2;其次,转移支付的增加有利于促进基本公共服务,这一直接效应的大小为0.4 7 2 1;最后,财政纵向失衡通过影响转移支付间接正向影响基本公共服务供给,这一间接效应的大小为0.2 0 0 2。综合考虑财政纵向失衡对基本公共服务供给的直接及间接影响,其对基本公共服务供给的总效应为-0.0 1 6 0。具体来看,财政纵向失衡能够通过影响转移支付间接对基本公共服务产生正向影响。这归因于财政纵向失衡引发地方面临财政短缺的现象,进而导致其在资源分配上更加注重效率与优化,从而使得转移支付成为调整本地公共服务供应结构与水平的有效手段。但这种影响并不能抵消财政纵向失衡对基本公共服务供给的负向直接影响,因此两者的总效应仍为负。这说明财权上收而事权下放所带来的地方财权事权不匹配问题已经严重阻碍了地方基本公共服务的提升,仅仅依靠转移支付来改善地方基本公共服务行不通。0 4 2 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH表4 财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务的传导路径与效应大小传导路径效应测算测算结果总效应直接效应转移支付基本公共服务供给20.4 7 2 10.4 7 2 1直接效应财政纵向失衡基本公共服务供给1-0.2 1 6 2间接效应财政纵向失衡转移支付基本公共服务供给210.2 0 0 2-0.0 1 6 0 3.稳健性检验本文在基准回归部分采用了联立方程模型来对财政纵向失衡作用于基本公共服务供给的影响进行分析,这样做的好处是能够考虑转移支付这一中介变量的影响,也能在一定程度上缓解模型中存在的内生性。而S o b e l模型能够同时考察自变量对因变量的直接和间接影响,对系数乘积检验更具效率。因此,为进一步验证转移支付变量在财政纵向失衡对基本公共服务中所起的中介作用,首先,本文采用S o b e l中介效应模型对转移支付这一渠道进行检验,即检验转移支付对财政纵向失衡系数估计值与转移支付对基本公共服务供给系数估计值的乘积是否显著,具体结果如表5所示。表5 稳健性检验:转移支付S o b e l中介检验结果系数标准误z值p值中介效应占比S o b e l 0.0 0 1 8 0.0 0 0 9 2.0 9 1 0.0 3 6 51 5.8 3%依据表5估计结果,可以看出转移支付的中介效应检验在5%的水平上是显著的,证明了财政纵向失衡通过转移支付影响基本公共服务供给这一路径的存在。这与杜彤伟等(2 0 1 9)的研究是一致的,即财政纵向失衡会作用于转移支付。而转移支付能够直接增加地方财力,激励公共服务供给(乔俊峰和陈荣汾,2 0 1 9),且转移支付带来的财力增强会激励地方政府增加对基本公共服务领域的财政支出,存在着明显的“粘蝇纸”效应(王宇昕等,2 0 1 9)。这与基准回归结果保持一致,表明本文研究结论具有可靠性。其次,为进一步确保所得结论的稳健性,本文还实施了以下稳健性检验:一是替换被解释变量。参考宋小宁等(2 0 1 2)、束磊和梁倩(2 0 2 1)等对基本公共服务的划分,选用各城市政府财政教育支出、医疗卫生与计划生育支出、社会保障和就业支出三者之和并取对数来衡量各城市基本公共服务供给水平,回归结果如表6列(1)列(2)所示。二是剔除直辖市和计划单列表6 稳健性检验:更换被解释变量、剔除样本值、排除其他政策影响变量变更被解释变量剔除直辖市和计划单列市考虑“预算法”修订(1)(2)(3)(4)(5)(6)基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)财政纵向失衡(v f i)-0.3 2 0 5*(0.0 6 5 6)1.2 0 5 3*(0.1 0 6 0)-0.0 2 0 2*(0.0 0 7 2)1.2 6 2 1*(0.0 9 6 5)-0.0 1 8 3*(0.0 0 6 1)1.3 0 8 1*(0.0 9 5 3)转移支付(t r a n s f e r)0.2 6 8 5*(0.0 5 8 3)0.0 1 4 6*(0.0 0 6 6)0.0 1 3 0*(0.0 0 5 6)预算法虚拟变量(l a w)-0.0 5 0 4*(0.0 0 7 9)-0.5 1 2 4*(0.1 9 3 4)控制变量Y e sY e sY e sY e sY e sY e s地区效应Y e sY e sY e sY e sY e sY e s时间效应Y e sY e sY e sY e sY e sY e sR20.9 5 1 20.8 3 1 10.5 8 4 00.8 3 0 30.6 9 3 80.8 4 3 3样本量N2 1 7 22 1 7 22 5 4 22 5 4 22 7 5 82 7 5 80 4 3 现代经济探讨-2 0 2 4-0 1-财政金融市样本。考虑到直辖市和计划单列市在财政体制上与普通地级市存在较大差异,因此本文将直辖市和计划单列市样本予以剔除,回归结果如表6列(3)列(4)列所示。三是考虑“预算法”的影响。在样本考察期间,2 0 1 4年颁布了中华人民共和国预算法(2 0 1 4年修正),进一步约束了地方财政收支行为,可能对各城市财政纵向失衡程度及转移支付的使用产生较大影响。因此,本文以2 0 1 5年及以后年份构造“预算法”虚拟变量(l a w)进行回归,估计结果如表6列(5)列(6)所示。可以看出,表6中三种稳健性检验回归结果均与基准回归结果保持一致,验证了本文研究结论的稳健性。4.异质性分析由于地方政府竞争机制的存在,地方横向竞争压力会导致严重的支出结构偏向问题。即地方政府在“经济锦标赛”“晋升锦标赛”的双重激励以及平衡预算约束下,会将有限的财政资金投入到最能够带来经济效益的地方。因此,财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给的影响因政府竞争强度的不同将存在显著的异质性。本文依据政府竞争强度的均值将研究样本分为政府竞争强度低与政府竞争强度高两组样本,回归结果如表7所示。表7 政府竞争强度异质性检验结果变量政府竞争强度低政府竞争强度高基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)基本公共服务供给(s e r v e)转移支付(t r a n s f e r)财政纵向失衡(v f i)-0.0 2 9 7*(0.0 1 1 1)1.3 0 8 1*(0.0 9 5 3)-0.0 5 3 9*(0.0 0 9 9)1.2 0 1 5*(0.1 9 7 5)转移支付(t r a n s f e r)0.0 2 2 9*(0.0 0 9 8)0.0 3 2 8*(0.0 0 8 7)控制变量Y e sY e sY e sY e s地区效应Y e sY e sY e sY e s时间效应Y e sY e sY e sY e sR20.5 4 3 50.8 3 8 50.8 0 9 90.9 1 9 8样本量N1 8 3 61 8 3 69 2 29 2 2系数差异P值v f i似无相关检验p值0.0 8 1 6;t r a n s f e r似无相关检验p值0.0 0 9 6 依据表7政府竞争强度异质性分析结果,可以看出财政纵向失衡与转移支付对基本公共服务供给的影响因政府竞争强度的不同存在显著异质性,且财政纵向失衡变量以及转移支付变量均通过了组间系数差异检验。一是政府竞争强度高的地区,财政纵向失衡对基本公共服务供给的负向影响更大。可能的原因是政府竞争强度高的地区为在激烈的横向竞争中取得招商引资的优势地位,地区会将更多的资源用于支持经济发展,从而忽视了对基本公共服务的投入。二是政府竞争强度高的地区,财政纵向失衡对基本服务供给的总效应为负,政府竞争强度低的地区则恰好相反。具体来看,政府竞争强度高的地区,财政纵向失衡对基本公共服务供给的间接效应实际上要大于政府竞争强度低的地区的间接效应,但其总效应仍小于政府竞争强度低的地区的总效应。主要原因还是在于地方政府竞争所导致的更深程度的财政纵向失衡,且受强经济激励影响,地方政府倾向于将争夺的财政增量额支出在生产建设类支出领域,导致了严重的支出偏向性配置问题(张启春和苗子豪,2 0 2 2)。此外,受制于地方财政自有财力的差异与转移支付筹资分配机制中分配地位的不同,不同财力的地区在提供基本公共品上所采取的应对策略可能存在不同。因此,本文参考付文林和沈坤荣(2 0 1 2)的研